Đang tải... (xem toàn văn)
( TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP HCM – SỐ 10 (3) 2015 ) ( 49 ) DÙNG MÔ HÌNH HỒI QUY PHÂN VỊ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ FDI VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ LÊN XUẤT KHẨU VIỆT NAM Ngày nhận bài 13/11/20[.]
3 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 DÙNG MƠ HÌNH HỒI QUY PHÂN VỊ ĐÁNH GIÁ TÁC ĐỘNG CỦA ĐẦU TƯ FDI VÀ TĂNG TRƯỞNG KINH TẾ LÊN XUẤT KHẨU VIỆT NAM Ngày nhận bài: 13/11/2014 Ngày nhận lại: 01/12/2014 Ngày duyệt đăng: 10/07/2015 Nguyễn Quyết1 TĨM TẮT Mục đích viết dùng mơ hình hồi quy phân vị đánh giá tác động đầu tư trực tiếp nước (FDI) tăng trưởng kinh tế (GDP) lên xuất (EX) Việt Nam Một số nghiên cứu trước tổng hợp phân tích dùng làm sở lý thuyết Kết nghiên cứu cho thấy dài hạn FDI GDP nhân tố ảnh hưởng tích cực lên tăng trưởng xuất Tuy nhiên, khơng có chứng cho thấy xuất nguyên nhân làm gia tăng GDP Từ khóa: Xuất khẩu, hồi quy phân vị, kiểm định Granger, kiểm định đồng liên kết Johansen ABSTRACT The objective of this paper is to use the quantile regression model to examine the impact of FDI and real GDP on exports in Viet Nam Previous studies are analyzed thoroughly as the theoretical foundations The study results show that FDI and real GDP are positive factors for export increase However, there is no significant evidence to indicate that exports trigger GDP increase Keywords: Export, quantile regression, Ganger causality test, Johansen cointegration test Giới thiệu Ngày nay, hầu hết quốc gia quan tâm tới việc cải thiện chất lượng sống người dân điều thật đạt tiêu kinh tế vĩ mô phát triển thịnh vượng bền vững Để thực hóa mục tiêu trên, hàng năm, phủ nước kỳ vọng vào tăng trưởng tiêu vĩ mô GDP, xuất khẩu, FDI, muốn đạt mục tiêu tăng trưởng cần phải đẩy mạnh xuất thu hút đầu tư FDI Một chứng phủ nhận tăng trưởng kinh tế Trung Quốc, Ấn Độ có đóng góp lớn từ xuất khoa học công nghệ (Stiglitz, 2007) Tuy nhiên, liệu mối quan hệ tích cực có thật trường hợp quốc gia, khu vực hay không? Rất nhiều nghiên cứu lý thuyết thực nghiệm TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015thống mối quan khơng hệ (xem Bảng 1) Nói cách khác, đẩy mạnh tăng trưởng xuất khẩu, thu hút FDI đạt tốc độ tăng trưởng GDP cao hơn, điều kiện khác không thay đổi, và/hoặc số điều kiện tiên khác không thỏa mãn Với Việt Nam, sau thực thi sách mở cửa (1986), tiêu kinh tế vĩ mô tăng ThS, Trường Cao đẳng Tài Chính Hải Quan trưởng ấn tượng, xuất khẩu, FDI GDP có xu hướng năm sau cao năm trước (xem Hình 1) Tuy nhiên, từ đồ thị cho thấy, mối quan hệ ba tiêu luôn tuân theo tỷ lệ thuận, chí có lúc biến động trái ngược Có giai đoạn tăng trưởng GDP FDI cao xuất khơng có đột biến ngược lại TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 200 160 120 80 40 00 94 96 02 04 06 08 10 12 98 EX FDI GDP Hình Xuất khẩu, FDI GDP Việt Nam giai đoạn 1993-2013 Nguồn: World Bank, vẽ từ Eviews 8.0 Mặc dù nhận xét mang tính chất định tính phần cho thấy không thống mối quan hệ ba biến vĩ mô Vậy, cần thiết phải có nghiên cứu định lượng để xem xét mối quan hệ cách thấu đáo, chúng tơi thực nghiên cứu ảnh hưởng tăng trưởng GDP FDI lên xuất Việt Nam sở mơ hình hồi quy phân vị, với kỳ vọng cung cấp chứng thống kê dựa mơ hình kinh tế lượng, qua gợi ý số sách nhằm thúc đẩy tăng trưởng tiêu xuất Tổng quan lý thuyết 2.1 Xuất đầu tư FDI Ngày nay, xu tồn cầu hóa kinh tế, để giảm bớt trở ngại ảnh hưởng đến khả cạnh tranh, cơng ty đa quốc gia ln tìm kiếm hội tiếp cận đầu tư vào thị trường nước ngồi, hình thức phổ biến đầu tư FDI Theo Wang, Liu Wei (2004) phần lớn nhà hoạch định sách cho thương mại quốc tế đầu tư FDI nhân tố làm gia tăng xuất nước sở Trường phái ủng hộ quan điểm lý giải dựa vào hiệu ứng lan tỏa (Seo Soo & Suh, 2006; Zhang, 1999; Cannonier, Francis, & Lorde, 2007; Mengistu & Adams, 2007; Zhao & Du, 2007), thu hút FDI tạo hội cho nước sở tích lũy vốn sản xuất, tiếp cận kiến thức khoa học công nghệ tiên tiến, nâng cao lực lực lượng lao động đội ngũ quản lý, mở rộng thị trường xuất với sản phẩm có chất lng cao Theo Karagoăz and Karagoăz (2006), nghiờn cu quan hệ đầu tư FDI xuất Thổ Nhĩ Kỳ, kết nghiên cứu cho thấy đầu tư FDI làm tăng xuất Ngoài ra, kết nghiên cứu thực nghiệm Zhang (1999), Zheng et al., (2004), Ciruelos Wang (2005), Helpman (1984), Grossman Helpman (1989) cho kết tương tự Tuy nhiên, bất đồng với quan điểm trên, số tác giả lại khẳng định rằng, đầu tư FDI tác động tiêu cực lên xuất lý do: Thứ nhất: dòng vốn đầu tư tới khu vực nước sở thấp thay lượng tiết kiệm nội địa từ tạo hiệu ứng lấn át (the crowding out effect) đầu tư nước Mặt khác, công nghệ chuyển giao từ đầu tư FDI lạc hậu khơng đầy đủ mục đích sâu xa nhà đầu tư FDI hướng tới thị trường lao động giá rẽ, nguồn lượng nguồn nguyên liệu thô nước tiếp nhận đầu tư Thứ hai, đầu tư FDI dẫn tới chế thị trường khơng hiệu quả, độc quyền độc quyền nhóm làm biến dạng trật tự thị trường cạnh tranh Những nghiên cứu thực nghiệm tiêu biểu chứng minh cho đắn quan điểm Mundell (1957), Svensonn (1996), Alıcı Ucal (2003) Thứ ba, dự TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 án FDI thường phân bố không hợp lý, chủ yếu tập trung khu đô thị lớn, nguyên nhân làm gia tăng khoảng cách phát triển thành thị nông thôn Mặt khác, tập trung nhiều khu vực đô thị áp lực làm tăng dân số dẫn tới tải hạ tầng đô thị 2.2 Xuất tăng trưởng kinh tế Theo Mohsen Mehrara (2011), mối quan hệ xuất tăng trưởng kinh tế nhà nghiên cứu hoạch định sách quan tâm vào đầu năm 1960 Bởi hầu hết họ muốn biết liệu quốc gia nên đẩy mạnh xuất qua thúc đẩy tăng trưởng GDP hay ưu tiên thúc đẩy tăng trưởng qua xuất gia tăng Nhìn chung, nghiên cứu chưa có đồng thuận chiều hướng tác động mối quan hệ này, đa số thống theo bốn quan điểm Thứ nhất, tăng xuất dẫn tới tăng trưởng, người ủng hộ giả thuyết cho gia tăng xuất thơng qua sách hỗ trợ xuất thay đổi tỷ giá làm tăng GDP Theo lý thuyết tăng trưởng tân cổ điển cạnh tranh thị trường quốc tế dẫn đến tăng hiệu kinh tế, quốc gia tập trung vào lĩnh vực có lợi cạnh tranh qua tăng quy mơ hiệu kinh tế Những nghiên cứu ủng hộ quan điểm gồm Bhagwati (1978), Balassa (1978), Krueger (1978), Feder (1982), Krueger (1990), Vohra (2001); Ullah et al., (2009), Jung Marshall (1985), Chow (1987), Darrat (1987), Hsiao (1987), BahmaniOskooee et al (1991), Kugler (1991), Dodaro (1993), Van den Berg Schmidt (1994), Greenaway Sapsford (1994), Islam (1998) Thứ hai, tăng trưởng kinh tế dẫn tới gia tăng kim ngạch xuất khẩu, ý tưởng giả thuyết cho lợi ích đạt từ việc gia tăng suất kinh tế làm tăng lợi so sánh số lĩnh vực, tất yếu xuất tăng lên Hơn nữa, với quốc gia có tỷ lệ tăng trưởng cao tỷ lệ hấp thụ tương đối thấp chắn phải xuất sản phẩm dư thừa (Arnade Vasavada, 1995; Fosu, 1996; Thornton, 1996; Henriques Sadorsky, 1996; Sharma Panagiotidis, 2005) Thứ ba, xuất tăng trưởng kinh tế có tác động qua lại lẫn nhau, số nghiên cứu chứng minh mối quan hệ (Dutt Ghosh, 1994; Thornton, 1997; Shan Sun, 1998a; Shan Sun, 1998b; Khalafalla Webb, 2001) Thứ tư, khơng có mối quan hệ xuất khẫu tăng trưởng kinh tế Theo Darrat (1986) nghiên cứu mối quan hệ xuất tăng trưởng kinh tế bốn nước gồm Hong Kong, South Korea, Singapore Taiwan kết nghiên cứu cho khơng tìm thấy mối quan hệ hai biến Tương tự, kết luận đựơc tìm thấy nghiên cứu Subasat (2002), Amavilah (2003) Rangasamy (2008) 2.3 Một số nghiên cứu liên quan Bảng Tóm tắt kết số nghiên cứu Tác giả Quốc gia Phương pháp Kuo-Cheng Kuo et al (2014) Thailand VECM Dilek Temi˙z et al (2012) Turkey VECM Rasa Smaliukienė (2012) USA Correlation EX ←GDP Chimobi, Uche (2010) Nigeria VAR model EX →GDP Prasanna (2010) India OLS FDI →GDP Martinez-Martin (2010) Spain VECM FDI →EX Wong (2008) ASEAN VECM EX GDP Mortaza, Narayan (2007) Bangladesh, India, Pakistan, Srilanka, Panel VAR Kết luận EXEX GDP FDI EX EX GDP TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 Quốc gia Nepal W Hsiao et al (2006) China, Korea, Hong Kong, Taiwan, Singapore, Thailand, Malaysia Panel VAR EX GDP Bangladesh, India, Pakistan, Srilanka, Nepal FEM model FDI →EX Turkey VAR model FDI ≠ EX Shahoo (2006) Alıcı and Ucal (2003) Phương pháp Kết luận Tác giả Nguồn: Bishnu Kumar Adhikary (2012) Tác giả tổng hợp Phương pháp phân tích kết xử lý thống kê 3.1 Thống kê mô tả Để đánh giá ảnh hưởng đầu tư FDI tăng trưởng kinh tế (GDP) lên xuất (EX) nghiên cứu sử dụng phương pháp định lượng, phân tích với ba biến số (ở dạng logarit) gồm xuất (EX) đóng vai trị biến phụ thuộc, FDI GDP hai biến độc lập Số liệu chuỗi thời gian thu thập theo năm giai đoạn 1993-2013, biến tổng hợp từ nguồn số liệu thứ cấp (World Bank) Phân tích thống kê mô tả nhằm cung cấp thông tin khái quát số liệu nghiên cứu Thật vậy, kết thống kê Bảng cho biết biến nghiên cứu thu thập khoảng thời gian 21 năm (1993-2013) Giá trị độ lệch chuẩn (Std.Dev) cho thấy xuất có biến động lớn so với biến lại, số độ nhọn phân phối (Kurtosis) có khác biệt khơng đáng kể Chỉ số độ lệch (Skewness) ba biến nghiên cứu có giá trị dương điều cho biết phân phối chúng lệch hướng bên phải Bảng Kết thống kê mô tả lnEX lnFDI lnGDP Mean 3.133508 1.070567 3.891044 Median 2.995232 0.669879 3.754667 Maximum 4.884316 2.672768 5.143942 Minimum 1.568616 -0.076881 2.578701 Std Dev 1.067345 0.875599 0.758204 Skewness 0.091079 0.623578 0.116882 Kurtosis 1.774893 1.839674 1.915518 Jarque-Bera 1.342310 2.539033 1.076903 Probability 0.511118 0.280967 0.583651 21 21 21 Observations Nguồn: Tính từ phần mềm Stata 13 TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞTP.HCM–SỐ10 (3) 2015 Thống kê Jarque-Bera dùng để kiểm định biến có phải phân phối chuẩn hay khơng Với giả thuyết: H0: “Biến có phân phối chuẩn” H1: “Biến khơng có phân phối chuẩn” Giá trị xác suất (probability) biến lớn 0,05, giả thuyết H0 chấp nhận Chứng tỏ biến nghiên cứu có phân phối chuẩn 3.2 Kiểm định tính dừng Nelson Plosser (1982) cho hầu hết chuỗi thời gian không dừng bậc I(0), trước phân tích cần phải kiểm định xem chuỗi thời gian có dừng hay khơng Tính dừng chuỗi liệu thời gian có ý nghĩa định hiệu phương pháp ước lượng sử dụng Nếu chuỗi thời gian khơng dừng giả định phương pháp OLS (Ordinary Least Square) không thỏa mãn Theo đó, kiểm định t kiểm định F khơng có hiệu lực (Chrish, 2008) Kiểm định thơng dụng sử dụng để xem xét tính dừng chuỗi thời gian kiểm định nghiệm đơn vị (Unit root test) Augment Dickey-Fuller (ADF) giới thiệu lần đầu vào năm 1979 Bảng Kết kiểm định Augmented Dickey-Fuller (ADF) Kiểm định ADF Chuỗi ban đầu Biến Khơng có xu Chuỗi sai phân bậc Có xu Khơng có xu ** Có xu -4.6837** lnEX 0.44968 -3.44412 -848580 lnFDI -0.31918 -1.27061 -4.02821** -4.30958** lnGDP -0.56296 -1.84519 -3.34976** -3.24338 Nguồn: Tính từ phần mềm Stata 13, dấu (**) thống kê có ý nghĩa mức 5% Kết Bảng cho biết, xét chuỗi ban đầu (chuỗi gốc), biến nghiên cứu khơng dừng hai trường hợp có xu khơng có xu Đối với chuỗi sai phân bậc 1, hầu hết chuỗi dừng hai trường hợp khơng có xu có xu thế, ngoại trừ chuỗi lnGDP khơng dừng trường hợp có xu 3.3 Kiểm định nhân Granger Kiểm định Granger dùng để kiểm định mối quan hệ nhân hai biến X, Y thực chuỗi thời gian dừng, bậc trễ chọn dựa theo tiêu chuẩn AIC, SC HQ (bậc 1) Bảng Kết kiểm định Granger Null Hypothesis (H0) FDI không tác động tới EX Obs F-Statistic Prob 19 0.18829 0.6701 0.16937 0.6861 1.19065 0.2914 0.13800 0.6888 0.12718 0.7260 5.62913** 0.0305 EX không tác động tới FDI GDP không tác động tới EX 19 EX không tác động tới GDP GDP không tác động tới FDI 19 FDI không tác động tới GDP Nguồn: Tính từ phần mềm Eviews 8.0, dấu (**) thống kê có ý nghĩa mức 5% TẠP CHÍ KHOA HỌC TRƯỜNG ĐẠI HỌC MỞ TP.HCM – SỐ 10 (3) 2015 Kết Bảng cho thấy biến đầu tư trực tiếp nước ngồi tăng trưởng GDP có mối quan hệ nhân (kiểm định giả thiết H0 bị bác bỏ), nghĩa đầu tư FDI ảnh hưởng tới tăng trưởng GDP chiều ngược lại khơng xảy Mặt khác, khơng có chứng thống kê để khẳng định có tồn quan hệ nhân biến FDI EX, GDP EX 3.4 Mơ hình hồi quy phân vị Xét mẫu { y , x } , i = 1, 2, , n với mơ hình i i ' y = xβ + u i Trong đó: i (1) ' K×1 i i i i i θ phân vị thứ θ∈(0;1) biến phụ thuộc yi, độ xác suất Thay đổi phân vị θ∈(0;1) phản ánh toàn phân phối biến yi Ước lượng tham số αθ ,βθ dựa vào điều kiện sau: min∑1×u = ∑1×(y - x β) ' i θ Giả định: Quantileθ (uθi xi ) = Trong đó: Quantileθ (yi xi ) hồi quy uθ ma trận biến độc lập β tham số chưa biết, cần phải ước lượng Theo phương pháp OLS, ước lượng β từ điều kiện: (2) i (4) (5) phần sai số, Fi (y x) hàm phân phối xác suất y điều kiện x f (y x) hàm mật i (x) y = x'β + u i θ : F(y x)θ} θi = Quantile (yi x ) ≡ inf{y x'β αθ ,βθ vectơ tham số ước lượng, uθt thành hồi quy tuyến tính tổng quát i cứu sử dụng hồi quy phân vị (QRQuantile Regression) đề xuất Koenker Basset (1978) Xét mơ sau: i ∑ θ× u i:uθi >0 θi + ∑ (1- θ)× u (6) θi i:uθi 0 θ× y i - xi'βθ + ∑ (1- θ)× y - x'β i:y -x β r Thống kê kiểm định: động FDI lên toàn phân phối EX phân vị lớn tác động n ˆ bé, cụ thể phân vị thứ 90 hệ số hồi quy λtrace (r) = -T ∑ i=r+1 (8) ln(1- λi ) phân vị gần khơng (- 0.0034529) Trong đó: r: số véctơ đồng liên kết, ∏: phân vị thứ 10 hệ số hồi quy lớn ma trận trị riêng khác không, T: số mẫu, λ ˆ i: khoảng (-0.3073502) Tuy nhiên, hệ số hồi quy phân vị biến GDP luôn dương, giá trị ước lượng trị riêng thứ i n: số trị có ý nghĩa thống kê mức 1% tất riêng tuân theo luật phân phối χ phân vị mức độ tác động lên EX thay đổi b Phương pháp 2: Kiểm định giá trị riêng cực không đáng kể đại (Maximum Eigenvalue) 3.5 Kiểm định đồng liên kết Johansen Giả thuyết thống kê: H0 : rank(Π) = r Kiểm định đồng liên kết Engle Granger giới thiệu lần vào năm 1987, H1 : rank(Π) = r +1 Thống kê kiểm định: dùng để xem xét mối liên hệ chuỗi (9) ˆ thời gian dài hạn Tác giả cho λ trace (r, r +1) = -T ∑ ln(1- λ i+1 ) i=r+1 chuỗi thời gian không dừng trở thành chuỗi dừng chúng tổ hợp tuyến tính với Hai phương pháp thống kê sau dùng để tìm kiếm số véctơ đồng liên kết Trong thực nghiệm đa số kết hai kiểm định thống Bảng Kết kiểm định đồng liên kết Johansen Phương pháp 1: Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05 H0 H1 Eigenvalue Statistic Critical Value Prob r=0 r >=1 0.829026 53.40520 35.19275 0.0002 r=2 0.483957 19.84657 20.26184 0.0569 r=3 0.318181 7.276826 9.164546 0.1126 Phương pháp 2: Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05 H0 H1 Eigenvalue Statistic Critical Value Prob r=0 r =1 0.829026 33.55863 22.29962 0.0009 r